內部控制質量與企業(yè)創(chuàng)新

紀晟

摘要：在新常態(tài)的經濟背景下，企業(yè)的內部控制質量會對企業(yè)的創(chuàng)新能力產生顯著的影響。運用A股制造業(yè)上市公司2012-2015年的數據作為樣本檢驗了內部控制質量對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用，這種促進作用既體現在創(chuàng)新數量上，也體現在創(chuàng)新質量上。研究成果表明內部控制質量的提高能夠對企業(yè)的創(chuàng)新活動產生積極的影響。

關鍵詞：內部控制質量；創(chuàng)新能力；創(chuàng)新數量；創(chuàng)新質量

改革開放三十多年以來，中國經濟持續(xù)高速增長，成功步入中等收入國家的行列。然而隨著人口紅利消弭和國際形勢調整等一系列不確定因素的出現，中國經濟進入“新常態(tài)”的發(fā)展時期。國家經濟政策思想主線聚焦于供給側改革，以提高供給體系的協調性、高效性和高質性（金碚，2017）。供給側改革要求抓好“去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”五大重點任務，解決部分企業(yè)存在的預算軟約束問題及其造成的價格扭曲和資源錯配（周學東等，2017）。

隨著人工智能技術的成熟，技術更新換代的速度大大加快了。區(qū)塊鏈、游戲化、自動駕駛、連接組、虛擬現實和增強現實等新技術的出現和發(fā)展對中國制造業(yè)來說，既是機遇，也是挑戰(zhàn)。每一種新技術的到來，都會將制造業(yè)企業(yè)分為兩半：要么接受和擁抱新技術，利用新技術改進傳統工藝，提高企業(yè)的全要素生產率（呂越等，2017），由“中國制造”轉變?yōu)椤爸袊窃臁?；要么固步自封，不接受改變，不能適應時代潮流，最終被市場所淘汰。這就要求制造業(yè)上市公司加強對創(chuàng)新活動的重視。

除了技術創(chuàng)新以外，本文亦關注制造業(yè)上市公司的內部控制體系建設。在供給側改革的制度背景下，遵循設計合理且得到有效執(zhí)行的內部控制制度是管理層進行長期資本決策的內在需求。隨著安然、世通等財務丑聞的爆發(fā)，為了保護投資者利益，美國于2002年通過《薩班斯—奧克斯利法案》（簡稱SOX），要求上市公司執(zhí)行財務報告的內部控制；中國財政部吸收SOX法案和COSO框架的精髓，聯系中國資金市場的實際情況，先后頒布了《企業(yè)內部控制基本規(guī)范》（以下簡稱《基本規(guī)范》）和《企業(yè)內部控制配套指引》（以下簡稱《配套指引》），形成了中國企業(yè)內部控制的基本框架。目前，我國上市公司已經全面建成企業(yè)內部控制規(guī)范體系。內部控制制度的設計是否合理，是否實際執(zhí)行以及實際執(zhí)行有效性，會對企業(yè)的創(chuàng)新活動產生潛移默化的影響。

一、文獻綜述與假設演繹

如果本文將內部控制質量視為一個有效內部控制環(huán)境的基礎要素，在內部控制質量較強時，一個運作良好的內部控制制度能夠卓有成效地抑制管理層自利性行為，支持產生長期效益的創(chuàng)新活動。反過來說，若公司高管缺乏誠信，對組織變革抱持消極的態(tài)度，以自身利益為考量，具有更高的向上盈余管理的動機，則不太可能會支持高風險的研發(fā)投入行為。

一種可能的解釋是，公司的內部控制質量越高，組織在戰(zhàn)略層面的努力成效越明顯，即組織的戰(zhàn)略決策設計更加科學和民主，這種設計能夠保證公司在進行決策的過程中，能夠較少地受到管理層權力的干涉從而，抑制管理層的自立性行為（周美華等，2016）。同時，管理層在戰(zhàn)略層面上的努力，不僅可以促進內部控制環(huán)境的改善，也可以為組織的科學和理性決策創(chuàng)造一個民主的氛圍，支持企業(yè)的創(chuàng)新活動。

據此提出假設1：

假設1：在其他條件不變的情況下，內部控制質量能夠促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提高。

本文認為，內部控制對創(chuàng)新能力的促進作用不僅體現在創(chuàng)新數量上，還體現在創(chuàng)新質量上。一方面，規(guī)范的內部控制體系可以有效抑制管理層的自立性行為，保證了公司對創(chuàng)新活動的支持，保證了創(chuàng)新數量的提高；另一方面，內部控制質量的提高能夠為公司的創(chuàng)新活動提供一個良性氛圍，使公司更有可能在技術上實現突破，促進了創(chuàng)新質量的提高。

據此提出假設2-1與假設2-2：

假設2-1：在其他條件不變的情況下，內部控制質量越高，企業(yè)的創(chuàng)新數量越多。

假設2-2：在其他條件不變的情況下，內部控制質量越高，企業(yè)的創(chuàng)新數量越高。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取了2012年到2015年A股市場制造業(yè)上市公司作為研究樣本，制造業(yè)上公司的判斷標準是根據2012年證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》行業(yè)代碼為3的上市公司。本文的內部控制質量數據來源于迪博內部控制與風險管理數據庫，企業(yè)創(chuàng)新數據來源于CSMAR國泰安數據庫，控制變量數據來源于WIND資訊數據庫。

在具體的樣本選擇過程中，本文進行了如下處理：（1）剔除內部控制質量數據缺失的樣本；（2）剔除了企業(yè)創(chuàng)新數據不完整的樣本。根據以上標準，最終得到了3724個觀測值。其中，國有企業(yè)樣本為1363個，民營企業(yè)樣本為2361個；高新技術企業(yè)為2572個，傳統制造業(yè)1152個；東部企業(yè)1564個，中西部企業(yè)2160個。

本文的實證處理是在STATA.14 MP的環(huán)境下進行的。STATA.14 MP的軟件環(huán)境能夠滿足本文的實證需求。為了克服可能存在的內生性問題，本文在實證檢驗部分使用被解釋變量滯后一期的數值進行回歸分析。為了消除極端值的影響，本文對變量按1%水平進行winsorize處理。

（二）實證模型與變量定義

首先建立本文的實證模型。本文的被解釋變量是樣本公司在第t年的創(chuàng)新能力，相對于解釋變量滯后一期；本文的解釋變量是樣本公司在第t-1年的內部控制質量，設計方程A考察被解釋變量和解釋變量的關系，以驗證假設1。

方程A的表達式如下：

Inpatenti，t=0+1InICi，t-1+CONTROLSi，t-1 +?i，t

其中Inpatenti，t代表第i個企業(yè)在第t年的研究能力，InICi，t-1代表第i個企業(yè)在t-1年的內部控制質量，CONTROLSi，t-1代表本文所定義的一系列控制變量，?i，t代表方程的殘差項。

1.企業(yè)創(chuàng)新

根據《專利法》的規(guī)定，我國的專利權分為三類：發(fā)明專利、實用新型專利與外觀設計專利。發(fā)明專利是指對產品、方法或者其改進所提出的的新的解決方案；實用新型專利針對產品的形狀和構造提出新的解決方案；外觀設計專利，是指對產品的形狀、圖案和色彩并將這些要素結合所作出的富有美感并適用于工業(yè)場景應用的新設計。在三類專利權中，實用新型專利與外觀設計專利偏向于產品設計，發(fā)明專利更能代表技術的改良與進步。

根據黎文靖和鄭曼妮（2016）以及孔東民等（2017）的研究，以專利申請數量衡量企業(yè)創(chuàng)新。因為申請年份能夠準確地刻畫企業(yè)創(chuàng)新的產出時間，所以使用根據申請年份而非授予年份來定義專利產出。首先，本文將發(fā)明專利、實用新型專利與外觀設計專利加總得到創(chuàng)新能力Patent；其次，因為發(fā)明專利更能代表技術的改良與進步，且SIPO未發(fā)布企業(yè)專利的實際引用次數，所以按照原創(chuàng)性標準設計發(fā)明專利申請量Patent1代表企業(yè)的創(chuàng)新質量；最后，本文將實用新型專利與外觀設計專利（簡稱非發(fā)明專利）申請量加總，構造了非發(fā)明專利申請量Patent23作為對比代表企業(yè)的創(chuàng)新數量?？紤]到專利申請數據的左偏問題，本文將所有專利數值加1取自然對數，得到InPatent、InPatent1和InPatent23，分別表示樣本公司的創(chuàng)新能力、創(chuàng)新質量與創(chuàng)新數量。

2.內部控制質量

本文采用迪博指數作為解釋變量衡量內部控制質量。迪博內部控制信息披露指數參考了COSO框架，包含了內部控制環(huán)境、風險評估、控制活動、信息與溝通、對控制的監(jiān)督五大與企業(yè)內部控制密切相關的信息指標，較為全面地刻畫了企業(yè)內部控制水平，權威性和認可度較高?？紤]到數據的右偏問題，對迪博指數進行了對數化的處理。

3.控制變量

參考王紅建（2017）的文章，設計了如下的控制變量：

本文的控制變量包括：

（1）金融化程度

期末金融資產占總資產的比重，利用新準則對金融資產的劃分方法，將金融金融定義為交易性金融資產（按公允價值計量且其變動計入公允價值變動損益的金融資產）、可供出售金融資產、持有至到期投資和長期股權投資之和；

（2）經營凈現金流

經營活動產生的凈現金流占營業(yè)收入的比重；

（3）公司規(guī)模

期末總資產的自然對數；

（4）財務杠桿

期末總負債占總資產比重；

（5）經營凈利率

凈利潤占期末總資產比重。

三、實證分析

（一）描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。

首先，對主要變量進行描述性統計。如表1所示，即使已經使用過對數化的手段進行過平滑，制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新能力差距仍然較大，創(chuàng)新能力最大值為8.6，最小值為0.69，樣本的中位數為2.56，平均值為2.71，數據存在左偏的跡象；而內部控制質量指數則相對比較集中，樣本的中位數為6.53，平均值為6.51，數據存在小幅右偏的跡象?？刂谱兞康拿枋鲂越y計與前人的研究基本一致。

（二）相關性分析

接著，對模型進行相關性分析，上三角是Spearman相關性分析，下三角是Pearson相關性分析。如表2所示，變量間不存在嚴重的相關性問題。

（三）多元線性回歸

從表3可以看出，制造業(yè)上市公司的內部控制質量能夠促進創(chuàng)新能力的提高，驗證了假設1。值得關注的是，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，資產負債率都會對企業(yè)的創(chuàng)新能力產生顯著的正向影響。這可能是因為債權融資能夠有效降低企業(yè)的資本成本，讓企業(yè)有渠道獲取更多的資金投入創(chuàng)新活動；民營企業(yè)的企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新能力沒有顯著的影響，國有企業(yè)的企業(yè)規(guī)模卻會抑制創(chuàng)新能力。

（四）進一步分析

從表4可以看出，制造業(yè)上市公司的內部控制質量能夠促進創(chuàng)新質量的提高。值得關注的是，制造業(yè)上市公司的企業(yè)規(guī)模能夠促進創(chuàng)新質量的提高；民營企業(yè)的總資產回報率會對企業(yè)的創(chuàng)新質量產生顯著的正向影響，國有企業(yè)的資產負債率反而會抑制企業(yè)的創(chuàng)新質量。

從表5可以看出，制造業(yè)上市公司的內部控制質量能夠促進創(chuàng)新數量的增加。值得注意的是，企業(yè)規(guī)模能夠促進企業(yè)的創(chuàng)新數量，經營現金流量反而會抑制企業(yè)的創(chuàng)新數量；民營企業(yè)的總資產回報率會對企業(yè)的創(chuàng)新數量產生顯著的正向影響。

綜上所述，制造業(yè)上市公司的內部控制質量會對企業(yè)的創(chuàng)新活動產生積極的影響，不僅體現在創(chuàng)新數量上，也體現在創(chuàng)新質量上。

（五）分樣本檢驗（見表6）

最后進行分樣本回歸。從行業(yè)細分的角度進行觀察，高新制造企業(yè)的內部控制質量對創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，傳統制造業(yè)的內部控制質量對創(chuàng)新能力的影響是不顯著的。然而，傳統制造業(yè)的金融化程度和經營現金流會抑制企業(yè)的創(chuàng)新能力。

從區(qū)域效應的角度進行觀察，東部企業(yè)的內部控制質量對創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。值得注意的是，東部企業(yè)的金融化程度與中西部企業(yè)的營業(yè)現金流會抑制創(chuàng)新能力；中西部企業(yè)的總資產回報率能夠促進創(chuàng)新能力的提高。

四、研究結論與啟示

（一）結論

本文運用A股制造業(yè)上市公司2012-2015年的數據作為樣本檢驗了內部控制質量對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現內部控制質量能夠對企業(yè)的創(chuàng)新能力產生顯著的正向影響，這種影響既體現在創(chuàng)新質量上，也體現在創(chuàng)新數量上。進一步研究發(fā)現，高新制造企業(yè)與東部企業(yè)的促進作用更為顯著。綜上所述，制造業(yè)上市公司內部控制質量的提高能夠對企業(yè)的創(chuàng)新活動產生積極的影響。

（二）啟示

對于企業(yè)而言，本文的結論主要有以下三點啟示：

首先，企業(yè)應當提高內部控制質量，營造一個治理程度更高的內部控制環(huán)境，一方面可以抑制管理層的自立性行為，另一方面可以營造適合創(chuàng)新研發(fā)的氛圍；其次，企業(yè)應當重視創(chuàng)新活動，結合市場需求與行業(yè)狀況增加研發(fā)支出，以積極的態(tài)度應當新常態(tài)下的機遇與挑戰(zhàn)；最后，企業(yè)在進行研發(fā)活動的過程中，不僅要重視創(chuàng)新數量，也要重視創(chuàng)新質量，這樣才能發(fā)展企業(yè)的核心競爭力，打造高附加值產品。

參考文獻：

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（作者單位：南京財經大學會計學院）